旅游地游客游憩体验与重游意愿作用机制研究_以宜兴为例_杨旸 文献综述
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本文将从宏观旅游流和微观游客行为两个层面 研究案例地宜兴游客的重游现象 。宏观层面上对宜 兴全市及主要景区善卷洞风景区的历年国内游客接 待量进行回归分析 ,检验模型中是否存在滞后结构 ; 微观层面上通过游客调查 ,对重游游客与首游游客
图 2 宜兴及善卷洞风景区国内游客 接待人数变化( 1994 —2005)
在 SPSS 121012 统计软件中进行 t 检验 ,为了方便处 理 ,原问卷中的定类变量转换成多个 0 —1 二元变量 进行分析 (0 —没有选择 ,1 —选择 ,如表 2 中的职业 、 动机 、住宿和影响因素等) 。
表 2 显示首游和重游游客在某些重要变量上存 在的差异 ,在 0105 的显著性水平下可以发现年龄 、 停留时间 、年出游次数以及某些职业 、动机 、住宿和 影响因素变量有显著差异 。由于不同年龄游客的经 历不同和游览的连续性 ,一般来说 ,重游游客的年龄 大于首游游客[22] 。不同类型旅游者在宜兴的旅游 停留时间也存在显著差异 ,这也证实了国外其他学 者的研究结论 ,重游者比首游者在旅游目的地逗留 时间更长[27 ,28 ,37] 。其实 ,停留时间与出游动机有着 直接的联系 ,在“观光游览”动机方面 ,两者存在显著 差异 ,而“休闲度假”动机差异虽然不显著 ,但是重游 游客略高于首游游客 ,不同的旅游动机使得游客的 停留时间存在差异 ,吉特尔森 ( Gitelson) 和克朗普顿 (Crompton) 曾经指出首游游客更多寻找多样性和新 文化体验 ,而重游游客偏向于放松[22] 。对于像宜兴 这类的旅游地 ,观光功能并不是非常突出 ,单一的观 光动机不值得游客多次游览 ,而对于一些复合的 、非 观光动机 ,才有可能多次选择宜兴作为出游目的地 。 此外 ,游客的年出游次数也存在显著性差异 ,重游者 总体的旅游参与热情更高 ,年出游的次数也就更高 。 在游客的职业方面 ,首游游客中的学生比例要显著 大于重游游客 ,而重游游客中的商人比例又显著大 于首游游客 。由于学生的旅游经历不多 ,所以首游 的比例大 ;而商人出游可能会出于一些非单一观光 动机 ,所以重游概率较大 。在影响出游的众多因素 感知方面 ,首游游客更看重时间 ,重游游客更看重交 通便捷程度 ,而其他差异均不显著 。综上 ,本文接受 假设 2 和假设 3 假设 ,由于两类游客的性别差异并 不显著 ,所以部分接受假设 1 假设 。
第 23 卷 2008 年第 5 期 月刊
行为差异 、游客重游意愿等方面进行研究 ,揭示其中 规律 。本文的游客接待量数据来自宜兴市旅游园林 管理局的统计报表 ,调查问卷数据来自《江苏省宜兴 市旅游发展总体规划》中对游客进行的抽样调查 。 规划组在 2004 年 7 月至 8 月间对宜兴全市部分景 点进行了旅游抽样调查 。调查范围主要集中在宜兴 主要景点善卷洞 、竹海公园以及部分星级酒店进行 。 调查共发放问卷 1000 份 , 访谈回收有效问卷 988 份 ,回收率 9818 % ;经过校验 ,纳入本文分析的问卷 为 847 份 ,有效率 8417 %。问卷内容包括游客社会 人口学特征 、目的地旅游行为 、旅游偏好 、旅游满意 度等 ,其中满意度测量使用简单满意尺度 ( Simple satisfaction scale) 将宜兴满意度评价分为住宿 、交通 、 景区管理 、导游 、娱乐 、购物及服务设施 7 个项目 ,依 序以 1 分至 4 分代表“不好”“、可以”“、好”、“很好”。 问卷数据处理在 SPSS 121012 和 Statistica 610 统计软 件中完成 ,首先使用探索性数据分析 、t 检验及卡方 检验对宜兴首游与重游游客的相关指标进行分析 , 弄清两类游客之间的差别 ,再使用不同类型二值反 应模型对游客重游意愿与游憩体验的影响机制进行 建模 、分析 ,得出相关结论 。 3 旅游流滞后结构分析
1 引言 游客购买一种旅游产品就是为了获得他的体验
价值 。罗斯 (Ross) 和埃索2阿荷拉 ( Iso2Ahola) 指出要 了解游客的旅游行为 ,最重要的就是要了解游客的 动机与满意度[1] ;而对于旅游者的后续行为 ,最重要 的也就是重游意愿和重游行为 。在本文中 ,重游意 愿指到访某旅游地或参与某项旅游活动后 ,游客想 再次到访或参与的意愿 。胡安内达 (Juaneda) 认为旅 游地的正面印象有助于提高游客的重游意愿[2] 。众 多学者证实了重游行为或重游意愿与游憩体验满意
第 23 卷 2008 年第 5 期 月刊
旅 游 学 刊 TOURISM TRIBUNE
旅游地游客游憩体验与重游意愿作用机制研究
———以宜兴为例
杨 1 ,张 捷2 ,赵宁曦2
(1. 香港理工大学酒店与旅游业管理学院 ,香港 九龙红 ; 2. 南京大学国土资源与旅游学系 ,江苏 南京 210093)
度有联系[3 - 15] 。克萨克 ( Kozak) 通过研究发现 ,重游 意愿受到多种因素影响 ,并且不同类型游客和不同 目的地游客的重游意愿也有差别[16] 。除了重游外 , 旅游者的后续行为还包括向周围人群的信息口传 。 彼荷 (Beeho) 和罗斯 ( Ross) 认为 ,如果游客游憩体验 满意 ,就会向周围朋友和亲属推荐该旅游地[17] ,奥 普曼 (Oppermann) 比较了两种顾客忠诚度研究方法 对新西兰居民出游测评的有效性 ,认为忠诚度 (包括 口传推荐和重游) 可以有效地预测游客的需求和行 为[18 ] 。
Qt = a + b ·Qt - 1 + c ·t + d ·dumt 其中 , Qt 为时间 t 游客接待人数 , dumt 为对旅 游业造成显著影响时期的虚拟变量值 (考虑到 2003 年“非典”对旅游业的冲击 ,这里将 2003 年取值为 1 , 其余年份为 0) 。a , b , c , d 为待估参数 。
[摘 要 ]游客的重游对成熟旅游目的地的可持续发展有着 重要的作用 。本文在回顾了国内外重游相关研究的基础上 , 从宏观旅游流与微观游客行为两个层面上研究重游现象 。 通过滞后变量回归 ,发现旅游流增长存在显著滞后影响效 应 ;通过比较宜兴重游游客和首游游客的差异 ,发现他们在 年龄 、职业 、旅游地花费 、旅游地停留时间 、出游动机和出游 影响因素等方面存在着显著差异 。文章比较了不同二值响 应模型对重游意愿建模的效果 ,并使用 Logit 模型参数估计 值进行解释 ,认为导游满意度 、停留时间和入游交通方式对 重游意愿具有显著影响 ,并推导出不同影响因素之间的重游 意愿发生比 。最后 ,基于本文的研究成果 ,对今后宜兴旅游 市场的开发提出了建议 。 [ 关键词 ]重游 ;Logit 模型 ;宜兴 [ 中图分类号 ]F59 [ 文献标识码 ]A [ 文章编号 ]1002 - 5006 (2008) 05 - 0042 - 07
对于重游的产生原因 ,吉特尔森 ( Gitelson) 和克 朗普顿 (Crompton) 提出了重游行为产生的 5 点推动 因素 :降低不愉快经历发生的风险 、找到“同类”的人 群 、情感依恋 、体验先前被忽略的场景 、让别人体验 先前自己的感受 ,并且认为先前游憩体验的满意是 重游产生的必要条件[19] 。佩切克 ( Petrick) 提出了游 客重游意愿的决定模式[6] ,影响因素包括过去游憩 体验 、感知价值和满意度 (图 1) 。
增长起到了推动作用 。
表 1 旅游流增长回归模型参数估计结果
参数值
因变量
宜兴市国内 游客接待人数 (1998 - 2005)
善卷洞风景区 国内游客接待人数
(1994 - 2005)
a
281980
51323
b
0173133
0182233
c
10161633Байду номын сангаас
1189233
d
- 56105433
模型拟合检验
图 1 游客重游意愿决定因素模型 资料来源 :据佩切克 (Petrick) ,2001 。
由上讨论可知 ,国外对重游理论的研究和实践 已日趋成熟 ,但国内的相关研究还基本处于空白 ,本 研究的目的就是在理论分析基础上 ,通过实例研究 , 检验国外一些经典重游理论是否适用于我国旅游者 和旅游目的地 ,并且力求推导出我国旅游者游憩体 验和后续行为联系的机制和规律 。 2 研究方法
[ 基金项目 ]国家自然基金资助项目 (40371030) 部分成果 [ 收稿日期 ]2007 - 10 - 20 ; [ 修订日期 ]2008 - 02 - 28 [作者简介 ]杨 (1985 - ) ,男 ,汉族 ,江西南昌人 ,香港理工 大学酒店与旅游业管理学院哲学硕士研究生 ,研究方向为旅 游流过程与效应 、旅游经济学 。
判断 ,我们对宜兴游客中首游者和重游者的差异提 出以下假设 :
假设 1 :两类游客的社会人口学特征 (性别 、年 龄 、职业) 存在差别 。
假设 2 :两类游客的出游动机存在差别 。 假设 3 :两类游客在旅游目的地的停留时间存 在差别 。 假设 4 :两类游客的旅游花费存在差别 。 假设 5 :两类游客的游憩满意度存在差别 。 为了检验以上假设 ,本文将问卷中的相关变量
宜兴市地处长江三角洲 ,位于太湖西岸 ,苏浙皖 3 省交界 ,是中国著名的陶都和太湖风景区游览城 市 。宜兴是我国近代旅游业的发源地之一 ,有开我 国溶洞旅游先河的善卷洞 ,使旅游业在 20 世纪 80 年代呈蓬勃发展态势 ,年接待游客达 300 多万人次 , 到 90 年代以来发展开始逐渐趋缓 (图 2) 。
42
旅 游 学 刊 TOURISM TRIBUNE
重游意愿及行为对旅游目的地和旅游景区的可持续 发展 有 着 重 要 作 用 。曼 宁 ( Manning) [37] 、谢 尔 比 (Shelby) [38] 和 罗 伯 逊 ( Robertson) 等[39] 的 研 究 都 证 实 ,当游客对某个旅游景点或游憩活动不满意时 ,就 不再造访该景点 ,而另外选择其他的旅游景点 。奥 普曼 (Oppermann) 认为 ,重游游客占总游客的比例可 以作为评价旅游地发展潜力和判断生命周期阶段的 指标[40] 。重游游客不但为旅游经营商提供了稳定 的收入来源 ,提供有针对性的营销措施 ,而且还可以 通过他们的口传提高景点的知名度 , 扩展潜在市 场[41 ,42] 。王 (Wang) 的研究表明重游游客比首游游客 能带来更多的经济效益 ,在制定经营决策的时候 ,应 该看 作 是 客 源 市 场 细 分 的 一 种 情 况[24] 。克 萨 克 ( Kozak) 和瑞明顿 (Rimmington) 强调游客对旅游地产 生满意的重游 ,对于旅游业经营管理和确定游客需 求是极为重要的 ,游客游憩体验全面满意的结果就 是 重 游[43] ; 吉 特 尔 森 ( Gitelson ) 和 克 朗 普 顿 (Crompton) 认为重游的游客对旅游地 ,特别是成熟 的旅游目的地和吸引物的客源份额维持有着重要的 作用[19] 。
本文使用宜兴市和市内最著名的善卷洞风景区 历年国内游客接待人数来拟合回归模型 ① (表 1) 。 参数估计结果显示 ,除常数项外 ,两个模型的所有参 数估计值都在 0105 的显著性水平下通过了显著性 检验 。模型整体拟合效果也很好 ,Breush2Godfrey LM 检验显示模型的残差不存在 1 阶自相关 ②。模型 中 ,游客滞后变量作用 ( b 值) 显著 ,且符号为正 ,说 明游客的口传推荐和持续性重游作用对宜兴旅游流
但是 ,也有学者认为重游产生的原因主要不是 完全依靠旅游满意度的 。费克耶 ( Fakeye) 和克朗普 顿 (Crompton) 认为重游的游客并不一定需要对旅游 地有好的印象 ,他们重游的目的可以是认知和体验 旅游地的其他属性[20] ;施米德霍伊泽 ( Schmidhauser) 也认为有些游客喜欢不停地重游某个旅游目的地 , 而其他一些游客即使对该目的地感到满意也不会重 游[21] 。此外 ,大量研究表明重游者 (repeat visitors) 和
首游者 (first2time visitors) 在很多方面具有显著差别 , 包括 目 的 地 感 知[22] 、出 游 动 机[23] 、旅 游 目 的 地 行 为[24 - 28] 、旅行花费[29 - 31] 、游憩体验满意度[32 - 34] 和旅 游产品价值感知[35 ,36] 等 。
随着旅游企业间竞争的加剧 ,游客的满意度和
重游现象可以通过滞后效应来影响旅游流的增 长 。在旅游流分析模型中 ,游客人数的滞后变量是
43
第 23 卷 2008 年第 5 期 月刊
旅 游 学 刊 TOURISM TRIBUNE
很常见的 ,一般可以用客源地的“口传”作用和游客 持续的重游行为来解释[44] 。本文设定以下模型来 分析旅游流的滞后结构 :
F值
132125533
1815233
调整后 R2
01985
01778
残差 自相关检验
F值 T ×R2 值
01009 01030
01435 01644
注 : 3 表示在 0105 显著性水平下通过显著性检验 , 33表示在 0101 显著性水平下通过显著性检验 。
4 重游游客和首游游客游憩体验差别 根据引言中提到的国内外相关研究成果和经验
图 2 宜兴及善卷洞风景区国内游客 接待人数变化( 1994 —2005)
在 SPSS 121012 统计软件中进行 t 检验 ,为了方便处 理 ,原问卷中的定类变量转换成多个 0 —1 二元变量 进行分析 (0 —没有选择 ,1 —选择 ,如表 2 中的职业 、 动机 、住宿和影响因素等) 。
表 2 显示首游和重游游客在某些重要变量上存 在的差异 ,在 0105 的显著性水平下可以发现年龄 、 停留时间 、年出游次数以及某些职业 、动机 、住宿和 影响因素变量有显著差异 。由于不同年龄游客的经 历不同和游览的连续性 ,一般来说 ,重游游客的年龄 大于首游游客[22] 。不同类型旅游者在宜兴的旅游 停留时间也存在显著差异 ,这也证实了国外其他学 者的研究结论 ,重游者比首游者在旅游目的地逗留 时间更长[27 ,28 ,37] 。其实 ,停留时间与出游动机有着 直接的联系 ,在“观光游览”动机方面 ,两者存在显著 差异 ,而“休闲度假”动机差异虽然不显著 ,但是重游 游客略高于首游游客 ,不同的旅游动机使得游客的 停留时间存在差异 ,吉特尔森 ( Gitelson) 和克朗普顿 (Crompton) 曾经指出首游游客更多寻找多样性和新 文化体验 ,而重游游客偏向于放松[22] 。对于像宜兴 这类的旅游地 ,观光功能并不是非常突出 ,单一的观 光动机不值得游客多次游览 ,而对于一些复合的 、非 观光动机 ,才有可能多次选择宜兴作为出游目的地 。 此外 ,游客的年出游次数也存在显著性差异 ,重游者 总体的旅游参与热情更高 ,年出游的次数也就更高 。 在游客的职业方面 ,首游游客中的学生比例要显著 大于重游游客 ,而重游游客中的商人比例又显著大 于首游游客 。由于学生的旅游经历不多 ,所以首游 的比例大 ;而商人出游可能会出于一些非单一观光 动机 ,所以重游概率较大 。在影响出游的众多因素 感知方面 ,首游游客更看重时间 ,重游游客更看重交 通便捷程度 ,而其他差异均不显著 。综上 ,本文接受 假设 2 和假设 3 假设 ,由于两类游客的性别差异并 不显著 ,所以部分接受假设 1 假设 。
第 23 卷 2008 年第 5 期 月刊
行为差异 、游客重游意愿等方面进行研究 ,揭示其中 规律 。本文的游客接待量数据来自宜兴市旅游园林 管理局的统计报表 ,调查问卷数据来自《江苏省宜兴 市旅游发展总体规划》中对游客进行的抽样调查 。 规划组在 2004 年 7 月至 8 月间对宜兴全市部分景 点进行了旅游抽样调查 。调查范围主要集中在宜兴 主要景点善卷洞 、竹海公园以及部分星级酒店进行 。 调查共发放问卷 1000 份 , 访谈回收有效问卷 988 份 ,回收率 9818 % ;经过校验 ,纳入本文分析的问卷 为 847 份 ,有效率 8417 %。问卷内容包括游客社会 人口学特征 、目的地旅游行为 、旅游偏好 、旅游满意 度等 ,其中满意度测量使用简单满意尺度 ( Simple satisfaction scale) 将宜兴满意度评价分为住宿 、交通 、 景区管理 、导游 、娱乐 、购物及服务设施 7 个项目 ,依 序以 1 分至 4 分代表“不好”“、可以”“、好”、“很好”。 问卷数据处理在 SPSS 121012 和 Statistica 610 统计软 件中完成 ,首先使用探索性数据分析 、t 检验及卡方 检验对宜兴首游与重游游客的相关指标进行分析 , 弄清两类游客之间的差别 ,再使用不同类型二值反 应模型对游客重游意愿与游憩体验的影响机制进行 建模 、分析 ,得出相关结论 。 3 旅游流滞后结构分析
1 引言 游客购买一种旅游产品就是为了获得他的体验
价值 。罗斯 (Ross) 和埃索2阿荷拉 ( Iso2Ahola) 指出要 了解游客的旅游行为 ,最重要的就是要了解游客的 动机与满意度[1] ;而对于旅游者的后续行为 ,最重要 的也就是重游意愿和重游行为 。在本文中 ,重游意 愿指到访某旅游地或参与某项旅游活动后 ,游客想 再次到访或参与的意愿 。胡安内达 (Juaneda) 认为旅 游地的正面印象有助于提高游客的重游意愿[2] 。众 多学者证实了重游行为或重游意愿与游憩体验满意
第 23 卷 2008 年第 5 期 月刊
旅 游 学 刊 TOURISM TRIBUNE
旅游地游客游憩体验与重游意愿作用机制研究
———以宜兴为例
杨 1 ,张 捷2 ,赵宁曦2
(1. 香港理工大学酒店与旅游业管理学院 ,香港 九龙红 ; 2. 南京大学国土资源与旅游学系 ,江苏 南京 210093)
度有联系[3 - 15] 。克萨克 ( Kozak) 通过研究发现 ,重游 意愿受到多种因素影响 ,并且不同类型游客和不同 目的地游客的重游意愿也有差别[16] 。除了重游外 , 旅游者的后续行为还包括向周围人群的信息口传 。 彼荷 (Beeho) 和罗斯 ( Ross) 认为 ,如果游客游憩体验 满意 ,就会向周围朋友和亲属推荐该旅游地[17] ,奥 普曼 (Oppermann) 比较了两种顾客忠诚度研究方法 对新西兰居民出游测评的有效性 ,认为忠诚度 (包括 口传推荐和重游) 可以有效地预测游客的需求和行 为[18 ] 。
Qt = a + b ·Qt - 1 + c ·t + d ·dumt 其中 , Qt 为时间 t 游客接待人数 , dumt 为对旅 游业造成显著影响时期的虚拟变量值 (考虑到 2003 年“非典”对旅游业的冲击 ,这里将 2003 年取值为 1 , 其余年份为 0) 。a , b , c , d 为待估参数 。
[摘 要 ]游客的重游对成熟旅游目的地的可持续发展有着 重要的作用 。本文在回顾了国内外重游相关研究的基础上 , 从宏观旅游流与微观游客行为两个层面上研究重游现象 。 通过滞后变量回归 ,发现旅游流增长存在显著滞后影响效 应 ;通过比较宜兴重游游客和首游游客的差异 ,发现他们在 年龄 、职业 、旅游地花费 、旅游地停留时间 、出游动机和出游 影响因素等方面存在着显著差异 。文章比较了不同二值响 应模型对重游意愿建模的效果 ,并使用 Logit 模型参数估计 值进行解释 ,认为导游满意度 、停留时间和入游交通方式对 重游意愿具有显著影响 ,并推导出不同影响因素之间的重游 意愿发生比 。最后 ,基于本文的研究成果 ,对今后宜兴旅游 市场的开发提出了建议 。 [ 关键词 ]重游 ;Logit 模型 ;宜兴 [ 中图分类号 ]F59 [ 文献标识码 ]A [ 文章编号 ]1002 - 5006 (2008) 05 - 0042 - 07
对于重游的产生原因 ,吉特尔森 ( Gitelson) 和克 朗普顿 (Crompton) 提出了重游行为产生的 5 点推动 因素 :降低不愉快经历发生的风险 、找到“同类”的人 群 、情感依恋 、体验先前被忽略的场景 、让别人体验 先前自己的感受 ,并且认为先前游憩体验的满意是 重游产生的必要条件[19] 。佩切克 ( Petrick) 提出了游 客重游意愿的决定模式[6] ,影响因素包括过去游憩 体验 、感知价值和满意度 (图 1) 。
增长起到了推动作用 。
表 1 旅游流增长回归模型参数估计结果
参数值
因变量
宜兴市国内 游客接待人数 (1998 - 2005)
善卷洞风景区 国内游客接待人数
(1994 - 2005)
a
281980
51323
b
0173133
0182233
c
10161633Байду номын сангаас
1189233
d
- 56105433
模型拟合检验
图 1 游客重游意愿决定因素模型 资料来源 :据佩切克 (Petrick) ,2001 。
由上讨论可知 ,国外对重游理论的研究和实践 已日趋成熟 ,但国内的相关研究还基本处于空白 ,本 研究的目的就是在理论分析基础上 ,通过实例研究 , 检验国外一些经典重游理论是否适用于我国旅游者 和旅游目的地 ,并且力求推导出我国旅游者游憩体 验和后续行为联系的机制和规律 。 2 研究方法
[ 基金项目 ]国家自然基金资助项目 (40371030) 部分成果 [ 收稿日期 ]2007 - 10 - 20 ; [ 修订日期 ]2008 - 02 - 28 [作者简介 ]杨 (1985 - ) ,男 ,汉族 ,江西南昌人 ,香港理工 大学酒店与旅游业管理学院哲学硕士研究生 ,研究方向为旅 游流过程与效应 、旅游经济学 。
判断 ,我们对宜兴游客中首游者和重游者的差异提 出以下假设 :
假设 1 :两类游客的社会人口学特征 (性别 、年 龄 、职业) 存在差别 。
假设 2 :两类游客的出游动机存在差别 。 假设 3 :两类游客在旅游目的地的停留时间存 在差别 。 假设 4 :两类游客的旅游花费存在差别 。 假设 5 :两类游客的游憩满意度存在差别 。 为了检验以上假设 ,本文将问卷中的相关变量
宜兴市地处长江三角洲 ,位于太湖西岸 ,苏浙皖 3 省交界 ,是中国著名的陶都和太湖风景区游览城 市 。宜兴是我国近代旅游业的发源地之一 ,有开我 国溶洞旅游先河的善卷洞 ,使旅游业在 20 世纪 80 年代呈蓬勃发展态势 ,年接待游客达 300 多万人次 , 到 90 年代以来发展开始逐渐趋缓 (图 2) 。
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旅 游 学 刊 TOURISM TRIBUNE
重游意愿及行为对旅游目的地和旅游景区的可持续 发展 有 着 重 要 作 用 。曼 宁 ( Manning) [37] 、谢 尔 比 (Shelby) [38] 和 罗 伯 逊 ( Robertson) 等[39] 的 研 究 都 证 实 ,当游客对某个旅游景点或游憩活动不满意时 ,就 不再造访该景点 ,而另外选择其他的旅游景点 。奥 普曼 (Oppermann) 认为 ,重游游客占总游客的比例可 以作为评价旅游地发展潜力和判断生命周期阶段的 指标[40] 。重游游客不但为旅游经营商提供了稳定 的收入来源 ,提供有针对性的营销措施 ,而且还可以 通过他们的口传提高景点的知名度 , 扩展潜在市 场[41 ,42] 。王 (Wang) 的研究表明重游游客比首游游客 能带来更多的经济效益 ,在制定经营决策的时候 ,应 该看 作 是 客 源 市 场 细 分 的 一 种 情 况[24] 。克 萨 克 ( Kozak) 和瑞明顿 (Rimmington) 强调游客对旅游地产 生满意的重游 ,对于旅游业经营管理和确定游客需 求是极为重要的 ,游客游憩体验全面满意的结果就 是 重 游[43] ; 吉 特 尔 森 ( Gitelson ) 和 克 朗 普 顿 (Crompton) 认为重游的游客对旅游地 ,特别是成熟 的旅游目的地和吸引物的客源份额维持有着重要的 作用[19] 。
本文使用宜兴市和市内最著名的善卷洞风景区 历年国内游客接待人数来拟合回归模型 ① (表 1) 。 参数估计结果显示 ,除常数项外 ,两个模型的所有参 数估计值都在 0105 的显著性水平下通过了显著性 检验 。模型整体拟合效果也很好 ,Breush2Godfrey LM 检验显示模型的残差不存在 1 阶自相关 ②。模型 中 ,游客滞后变量作用 ( b 值) 显著 ,且符号为正 ,说 明游客的口传推荐和持续性重游作用对宜兴旅游流
但是 ,也有学者认为重游产生的原因主要不是 完全依靠旅游满意度的 。费克耶 ( Fakeye) 和克朗普 顿 (Crompton) 认为重游的游客并不一定需要对旅游 地有好的印象 ,他们重游的目的可以是认知和体验 旅游地的其他属性[20] ;施米德霍伊泽 ( Schmidhauser) 也认为有些游客喜欢不停地重游某个旅游目的地 , 而其他一些游客即使对该目的地感到满意也不会重 游[21] 。此外 ,大量研究表明重游者 (repeat visitors) 和
首游者 (first2time visitors) 在很多方面具有显著差别 , 包括 目 的 地 感 知[22] 、出 游 动 机[23] 、旅 游 目 的 地 行 为[24 - 28] 、旅行花费[29 - 31] 、游憩体验满意度[32 - 34] 和旅 游产品价值感知[35 ,36] 等 。
随着旅游企业间竞争的加剧 ,游客的满意度和
重游现象可以通过滞后效应来影响旅游流的增 长 。在旅游流分析模型中 ,游客人数的滞后变量是
43
第 23 卷 2008 年第 5 期 月刊
旅 游 学 刊 TOURISM TRIBUNE
很常见的 ,一般可以用客源地的“口传”作用和游客 持续的重游行为来解释[44] 。本文设定以下模型来 分析旅游流的滞后结构 :
F值
132125533
1815233
调整后 R2
01985
01778
残差 自相关检验
F值 T ×R2 值
01009 01030
01435 01644
注 : 3 表示在 0105 显著性水平下通过显著性检验 , 33表示在 0101 显著性水平下通过显著性检验 。
4 重游游客和首游游客游憩体验差别 根据引言中提到的国内外相关研究成果和经验